自20世纪90年代以来,我国经济以年均8%以上的增速高速发展,并由此拉动世界经济的发展。与此同时,我国金融业也得到了长足的发展,不论是从金融总量还是从金融结构上来看,都得到了改善。但是在发展的同时也出现了一些新的问题,比较突出的一点就是在城乡金融结构的对比上出现了一些不平衡。在2007年中央全国金融工作会议中,也明确提出要加大对农村金融的扶持力度。因此,现阶段研究中央为何要加大对农村金融的扶持力度,以及如何进行扶持就显得十分必要。 一、文献综述 金融发展理论表明,一个发达的金融系统可以减少信息和交易成本、分担和管理风险,这对于储蓄、投资决策和经济增长是至关重要的。而不同的金融体系结构、金融工具结构、金融市场结构和金融机构结构等,对于信息和交易成本和风险的影响是不同的。[1](P15-20)因此,研究金融对经济增长的贡献,必须从金融结构入手。 国外经济学家对金融结构的研究始于20世纪50年代约翰•G•格利和爱德华•S•肖分别于1955年和1956年合作发表了《经济发展中的金融方面》和《金融中介机构与储蓄-投资过程》两篇文章,阐述了金融与经济的关系和各种金融中介机构在储蓄-投资过程中的作用等问题;雷蒙德•W•戈德史密斯也于1955年发表了《发达国家的金融结构与经济增长—关于金融形态的比较试验》一文,这些文章为金融结构研究拉开了序幕。1960年出版的《金融理论中的货币》一书,是格利与肖对以前关于金融与经济关系的观点的汇总和发展,提出了广义的货币金融理论与金融机构理论。尽管格利和肖没有明确提出金融结构概念,但在他们的货币金融理论中,包含了金融工具、金融机构、融资方式和金融政策等金融结构问题。戈德史密斯在其1969年出版的《金融结构与金融发展》一书中明确提出了金融结构的概念,即一国现存的金融工具与金融机构之和构成该国的金融结构,这包括各种现存金融工具与金融机构的相对规模、经营特征和经营方式,金融中介机构中各种分支机构的集中程度等。 随着西方金融结构理论在中国的逐渐引入和传播,国内学者也开始研究金融与经济的关系。许涤龙、陆峰对我国金融结构的特点进行分析后得出我国金融结构将来的发展趋势,但是没有涉及到城乡金融结构的问题。李健等通过对金融城乡结构的分析表明,城乡金融结构存在明显的不对称性,[2](P30-52)但是没有具体分析这种不对称与我国经济发展之间的相互关系。蔡则祥具体分析了中国金融结构的问题,包括金融结构高度化与金融结构合理化发展不同步、金融产业结构不协调、金融市场结构不均衡、金融资产结构不合理以及金融监管结构不适宜等,但没有分析城乡金融结构的对比。范学俊对中国金融体系与经济发展的关系做了实证分析,但没有分析城乡金融结构对经济发展的影响。由此可以看到,国内目前对金融结构与经济发展关系的研究较多,但是对城乡金融结构与经济发展关系的实证研究不多,因此本文将通过协整检验(Cointegration)、向量自回归(VectorAutoregression,VAR)、脉冲响应函数(ImpulseResponsesFunc-tion,IRF)以及方差分解(VarianceDecomposition)的方法对经济发展和城乡金融结构的关系做出实证分析。 二、相关变量和指标的选取 (一)指标和变量的选取 衡量城乡金融结构差别可以从两个方面来考虑:一是根据各金融机构网点的分布来衡量;另一种则是根据金融机构业务量的分布来衡量。笔者认为,根据金融机构的业务量来衡量城乡金融结构更具有科学性。这是因为,尽管金融机构网点的分布可以从一个侧面反映城乡金融结构问题,但是仅有机构的设置却并不一定会提供应有的金融服务。目前在农村普遍存在的问题就是“系统性负投资”得不到有效的解决。 所谓“系统性负投资”是指银行或其他金融机构从一个地区居民中获得的储蓄,没有以相应比例向该地区发放贷款。黄季对中国农业和农村资金的研究认为,在1978—1996年,农业资金通过金融渠道流出农村达7815亿元,同时,根据国务院发展研究中心课题组的测算,1979—2000年,通过农村信用社、邮政储蓄机构的资金净流出量达到10334亿元。[3]因此,单纯地通过机构设置的分布不能科学地说明金融产业的城乡结构差异,从金融业务量的角度来衡量更有说服力。基于此,本文选择如下几个指标来作为实证分析的基础:1.国内生产总值GDP,用来衡量经济发展水平; 2.城乡贷款结构1(loanstructure1,ls1)=农村信用合作社贷款额/金融机构贷款总额; 3.城乡贷款结构2(loanstructure2,ls2)=农村贷款额/金融机构贷款总额=(农业贷款额+乡镇企业贷款额)/金融机构贷款总额;4.城乡储蓄结构(savingstructure,ss)=农村居民储蓄存款额/城乡居民储蓄存款总额。 (二)样本的选取 由于数据的可获得性,本文样本选取1978年—2004年名义GDP、农村信用社贷款、农业贷款额、乡镇企业贷款额、金融机构贷款总额、农户储蓄存款额、城乡居民储蓄存款额的年度数据,数据均来自于各年度《中国金融年鉴》、中经网和Wind资讯,由于计量分析的需要,名义GDP、贷款结构1、贷款结构2和储蓄结构均已作对数化处理并剔除物价因素,分别记作LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS。 三、计量模型和实证分析 (一)平稳性检验 对任何时间序列数据进行计量分析时,需要首先对时间序列数据进行平稳性检验,否则可能会造成一个随机游走变量对另一个随机游走变量的谬误回归(SpuriousRegression)。由于应用协整检验的时间序列数据必须为同阶差分平稳过程,因此我们需要对获得的时间序列数据进行单位根检验。本文采用增广迪基—富勒(AugmentedDickey-Fuller,ADF)检验,ADF检验模型为: ΔYt=β1+β2t+δYt-1+αp∑np=1ΔYt-p+εt其中Y是时间序列,Δ表示差分,p是滞后期,β1是常数,t是时间趋势项,β2和α是参数,εt是白噪音。#p#分页标题#e# 检验的零假设是δ=0,即包含单位根;备择假设是δ<0,即Y为趋势平稳序列。若回归系数δ的t统计量t(^δ)小于ADF分布临界值,拒绝零假设,Y为趋势平稳序列,否则,接受非平稳的零假设。对LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS做ADF单位根检验。 通过表1我们可以看出,对LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS平稳性检验,在5%和1%的显著性水平下均不显著,因此我们认为LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS是非平稳的时间序列。但是,通过对这四个时间序列作一阶差分后发现,这四个时间序列的一阶差分形式在5%的显著性水平下均是显著的,特别是LNLS2和LNSS时间序列的一阶差分形式在1%的显著性水平下都是显著的,因此,LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS均是一阶单整时间序列I~(1),因此可以对这四个时间序列数据做协整检验[4]。 (二)协整检验(CointegrationTests) 协整检验的基本思想是,如果两个(或者两个以上)的时间序列变量是非平稳的,但它们的某种线性组合却表现出平稳性,则这些变量之间存在长期稳定关系,即协整关系。本文使用Johansen极大似然估计法,对LNGDP和LNLS1、LNLS2、LNSS之间的协整关系进行检验,检验结果如表2所示表2中第一组变量的协整检验结果表明,LNGDP、LNLS1、LNLS2、LNSS之间在5%的显著性水平下存在三个协整方程,即时间序列LNGDP与LNLS1、LNLS2、LNSS之间存在长期的稳定关系,也即具有共同的随机趋势。但是,第二组变量的协整结果表明,LNGDP与LNLS1之间不存在协整关系。第三组及第四组变量的协整结果表明LNGDP与LNLS2以及LNGDP与LNSS之间分别存在着协整关系,揭示贷款结构2和城乡储蓄结构与经济发展之间有长期的稳定关系。为了继续探究这种关系,我们将对LNGDP、LNLS2和LNSS做VAR模型的格兰杰因果关系检验。 (三)格兰杰因果检验(GrangerCausalityTests) 为了深入探讨城乡贷款结构2与经济发展之间以及经济发展与城乡储蓄结构之间的关系,我们继续对LNLS2、LNSS和LNGDP做VAR模型的格兰杰因果检验。本文VAR模型的滞后期数为2期,Granger因果关系检验结果如表3所示。 显著性水平表示接受零假设的概率,数字越小,说明自变量预测因变量的能力越强,这里选取5%的显著性水平。第一组的检验表明城乡贷款结构2的变化是导致经济发展的格兰杰原因,但经济发展不是导致城乡贷款结构2变化的格兰杰原因。第二组检验说明经济发展是导致我国城乡储蓄结构发生变化的格兰杰原因,但是城乡储蓄结构的变化不是导致经济发展的格兰杰原因。第三组检验说明城乡储蓄结构的变化不是导致城乡贷款结构2变化的格兰杰原因,同时城乡贷款结构2的变化也不是导致城乡储蓄结构变化的格兰杰原因。通过以上的检验,我们可以得到如下结论: 1.城乡贷款结构2的变化对我国的经济发展有重要的作用。因为我国是一个农业大国,农业生产总值在GDP中占有很大的比重,因此,加大对农村和农业的信贷支持对加快我国经济的发展具有重要的积极作用。 2.我国经济的不断发展会引起我国的城乡储蓄结构发生变化。这是因为随着经济的不断发展,城乡居民的收入都会增加,但是由于边际消费倾向不同,城镇居民和农村居民对这部分增加的收入的处置也不一样。由于城镇居民的边际消费倾向较之农村居民低,因此城镇居民更倾向于储蓄,这就使得储蓄结构呈现下降的局面。 为了更好地检验这两个作用的效果,我们需要继续进行下面的脉冲响应分析和方差分解检验。 (四)脉冲响应分析(ImpulseResponsesFunction,IRF) VAR模型是基于数据的统计性质建立模型,它把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型,从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型。 VAR(p)模型的数学表达式是: yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εtt=1,2,3,…T其中:yt是k维内生变量,xt是d维外生变量,p是滞后阶数,T是样本个数。k×k维矩阵A1,…Ap和k×d维矩阵B是要被估计的系数矩阵。εt是k维扰动向量,它们相互之间可以同期相关,但不与自己的滞后值相关及不与等式右边的变量相关。 脉冲响应函数是指在VAR模型中,在扰动项上加一个标准差大小的冲击通过变量之间的动态联系对变量的当前值和未来值所带来的影响,即脉冲响应函数将描述系统对某一变量扰动的一个冲击(或新生)所做出的动态反应,并从动态反应中判断变量间的时滞关系。需要注意的是,脉冲响应函数是追踪系统对一个内生变量的冲击效果,即假定系统只受一个变量的冲击,不受其他变量的冲击。 在由LNGDP、LNLS2、LNSS构成的VAR系统中,本文选择时间滞后为10期,分别给LNLS2和LNGDP一个标准差大小的冲击,得到关于LNGDP和LNSS的脉冲响应函数图。在图1中横轴表示冲击作用的滞后期数(单位:年),纵轴表示KNGDP,实线为LNGDP对LNLS2的脉冲响应曲线。同理,在图2中横轴表示冲击作用的滞后期数(单位:年),纵轴表示LNSS,实线为LNSS对LNGDP的脉冲响应曲线。 在图1中,城乡贷款结构2对GDP的冲击产生了正向的持久响应:从第一年开始,逐渐呈上升趋势,在第五年到第六年之间达到峰值。通过图1,我们可以得到以下结论: 1.农村贷款占金融机构贷款总额的比率对产出的冲击具有一个长期持续的正向推动过程,因此在经济萎缩时,对于农村的信用支持将有助于刺激经济的回升。 2.我们还应该看到,农村的信用扩张对经济的冲击会持续一个较长的时间,因此在加大对农村信用支持的同时,还应该注意到信用扩张的累积效应,避免经济过热。这主要是因为经济的发展是一个持续的过程,当一项经济政策实施以后,它对经济的影响力度会随着时间的变化呈现先逐渐上升,然后逐渐下降的趋势,因此,我们要特别注意信用扩张的累积效应。在图2中,GDP对城乡储蓄结构的冲击产生了持久的负向效应,说明随着经济的发展,农村居民储蓄占城乡居民储蓄总额的比重会下降,这是因为农村居民的边际消费倾向比城镇居民的边际消费倾向大的缘故。[5]#p#分页标题#e# (五)方差分解(VarianceDecomposition) 方差分解提供了另一种描述系统动态变化的方法。该方法是将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所作的贡献,以此可考察VAR系统中任意一个变量冲击的相对重要性。在本文中,就是将ΔLNGDP的h步预测分解为由它自身的新生和贷款结构变量ΔLNLS2的新生二者构成的贡献率,以及ΔLNSS的h步预测分解为由它自身的新生和经济发展变量ΔLNGDP的新生二者构成的贡献率,以此估计系统中各变量的随机新生所作贡献占总计贡献的比例随时间变化而变化的特征。 在从1到10的预测期内,LNGDP的增长量ΔLNGDP的增长大部分可由其自身的新生解释,其比例从100.00%到52.2%,而贷款结构变量ΔLNLS2可分别解释从0.00%到45.07%的新生;同理,图4和表5表明LNSS的增长量ΔLNSS的增长也大部分可由其自身的新生解释,其比例从98.02%到35.15%,经济发展变量ΔLNGDP可分别解释从0.20%到21.70%的新生,同时贷款结构2还可分别解释从1.78%到43.15%的新生。由此,我们可以得出这样两个结论: 1.我国自1978年以来,提高支农贷款的比例对我国经济发展的贡献在不断加大,成为了支撑我国经济发展的重要力量,并且这种支撑作用具有滞后性。支农贷款对经济发展的贡献前文已有介绍。关键我们要看到这种支撑作用具有滞后性。任何经济政策的实施都会具有滞后效应,这是由于政策的时滞所造成的。[6]正是由于政策时滞的存在,才要求我们在制定政策时,要注意该政策对经济所造成的持续影响。 2.经济发展会引起城乡居民储蓄结构发生变化,而且贷款结构的变化会通过影响经济增长间接地影响到城乡储蓄结构的改变。经济发展影响储蓄结构的原因前文已有分析,而贷款结构2对储蓄结构的作用则是先通过影响经济发展,再由经济发展来影响储蓄结构的。 四、结论及相关政策建议 本文运用协整理论和基于VAR模型的一系列非平稳时间序列变量的分析方法,对我国1978年以来的经济发展和城乡金融结构关系进行了实证分析,可得到以下结论: (一)结论 1.支农贷款对我国经济发展具有重要作用。 由实证分析的结果显示,在过去几十年的发展中,支农贷款的比例的上升从一个方面支持着我们整个国家的经济发展。因此对农村加大信贷扶持力度,从长远来看对我国保持持续、稳定的经济发展是有益的。但是我们也应该注意到,农村的信用扩张对经济的冲击会持续一个较长的时间,因此要特别注意信用扩张的持续影响。 2.城乡储蓄结构的变化不能对我国经济发展产生影响。 从上述实证分析的结果来看,城乡储蓄结构的变化并不能对我国的经济发展造成影响,因此,试图通过调整城乡储蓄结构进而来拉动经济增长的措施是徒劳的。这也许是因为对经济发展造成影响的是社会的总储蓄量,在储蓄量一定的情况下,储蓄内部的结构变化无法影响到经济的发展。 3.我国经济发展对农村居民的储蓄行为产生了重要影响。 从分析结果可以看到:经济发展会影响到城乡储蓄结构的变化,农村居民储蓄额占城乡居民储蓄总额的比重与经济的发展具有负相关关系,也即这一比重是随着经济的发展而下降的。这也许是因为农村居民的边际倾向相对于城镇居民更高,随着收入的增加,农村居民更倾向于消费而城镇居民更倾向于储蓄,也可以从另一个侧面反映我国农村居民的收入还处在一个相对较低的水平,因为根据微观经济理论,低收入者的边际消费倾向较大。 (二)相关政策建议 针对上述结论,笔者提出以下建议: 1.推进中国农业银行股份制改革,强化为“三农”服务的市场定位和责任,更好地为“三农”和县域经济服务。 中国农业银行是中国农村金融的中坚力量和主力,中国农业银行应该利用股份制改革的有利时机,充分利用其在农村金融网点多、信誉度高和资金实力雄厚的优势,强化为“三农”经济服务的定位,为农村的经济发展和建设投入更多的资金,加快农村的发展。 2.适度放松对农村金融市场的准入,发展农村的中小型金融机构,积极培育多种形式的小额信贷组织。 2006年末,银监会正式批准中国邮政储蓄银行开业。邮政储蓄银行成立后,设立专门的农村金融服务部门,面向“三农”开展业务,凭借自己在农村地区的网络优势,有望在农村金融市场占据有利地位。下一步,我们应该发展更多的中小型农村金融机构和多种形式的小额信贷组织,通过它们的进入来加大农村金融服务领域的竞争性,这样做有利于改善原来农村信用合作社“一社独大”的局面,提高农村金融服务的效率。[7] 3.从产权制度改革着手,进一步深化农村信用社改革。 要进一步理顺农村合作信用社的产权关系,明确农信社的改革方向,理顺监管部门、地方政府和农信社的关系,规范农信社的监管主体,这些措施的施行将直接关系到农信社改革的效果和对农村金融支持的力度。 4.加大对收入分配的调节力度,增加农民纯收入。 增加农民收入可以说是我国一项长期的基本国策,因为我国的农民收入还普遍偏低,这是造成农民边际消费倾向较高的主要原因。我们可以加快城市化进程,积极推进小城镇建设。另外,还要加大收入分配的调节力度,杜绝收入分配不公的现象,将收入分配更多地向农村倾斜。
